DIFERENCIAL EDUCACIONAL EN LA MORTALIDAD ADULTA EN CHILE 1991-20031

Moisés Sandoval González2

Co-autor: Cássio Turra Maldonado

RESUMEN

Actualmente, Chile, a pesar de ser uno de los países con la más alta desigualdad socioeconómica de

América Latina, es poco el conocimiento que se tiene sobre como esa desigualdad

socioeconómica afecta la mortalidad adulta. Así, en el presente trabajo se determina

empíricamente el diferencial socioeconómico en la mortalidad adulta en Chile (a partir de

los 30 años de edad) para el período 1991-2003, utilizando como proxy de estatus

socioeconómico la educación. Se utilizan modelos de regresión de Poisson con datos

transversales tomados del registro de muertes y de los Censos Demográficos de Chile de

1992 y 2002. Los principales resultados son: 1) los hallazgos plantean que el diferencial

educacional en la mortalidad disminuye con la edad y que es más pronunciado en los

hombres en comparación con las mujeres en las edades "más jóvenes". 2) Al observar el

diferencial relativo se tiene que entre 1991-1993 las tasas de mortalidad de aquellos

hombres menos escolarizados (0-8 años) era 1,8 veces mayor que aquellos más

escolarizados (13+ años), diferencial aumenta a 3,6 en el trienio 2001-2003. 3) Las mujeres

evidenciaron un aumento del diferencial en un 80% entre un período y otro (2,0 a 3,6). En

este sentido, pese a evidenciarse una caída en las tasas de mortalidad total en el tiempo, el

gradiente educacional en la mortalidad ha ido aumentando entre los más y menos

escolarizados. 4) Respecto a las causas específicas de muerte se tiene que el diferencial

educacional es mayor entre los hombres en comparación a las mujeres en el grupo de

enfermedades del sistema respiratorio, aparato digestivo, y causas externas. En los otros

grupos (Cáncer, enfermedades del sistema circulatorio y otras causas de muertes) el

diferencial educacional es mayor entre las mujeres. Al igual que otros estudios, el mayor

diferencial por sexo se encuentra en la mortalidad por causas externas. Finalmente, se ha

podido constatar el efecto protector de la educación tanto en la mortalidad total así como en

todos los grupos de causas específicas de muertes; a mayor escolaridad menor tasa de

mortalidad.

1. INTRODUCCIÓN1 Trabajo presentado en el VI Congreso de la Asociación Latinoamericana de Población, realizado en Lima-Perú, del 12 al 15 de agosto de 2014.2 Estudiante de Doctorado en Demografía del Centro de Desenvolvimento e Planejamento Regional (CEDEPLAR), Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG), Brasil. Bolsista de la Fundaccao de Amparo à Pequisa do Estado de Minas Gerais Correo: moisesh.sandoval@gmail.com . Trabajo derivado de la Tesis de Maestría em Demografía, em CEDEPLAR-UFMG.

1

La naturaleza de la relación entre la posición social que ocupa un individuo en la

estratificación social y la mortalidad ha sido el desafío planteado en una gran cantidad de

estudios. Así, -tanto en los países con datos de alta calidad como con datos deficientes- se

ha demostrado que existe una relación inversa o negativa entre mortalidad y estatus

socioeconómico (Fox, 1984, Smith et al 1990). Esta relación inversa ha sido detectada o

establecida utilizando como medida proxy de status socioeconómico tanto el nivel, logro o

años de escolaridad, como así también la ocupación o clase ocupacional y el ingreso o

renta (Mackenbach et al, 1997, Marmot et al, 1986; Elo y Preston, 1996, Ross y Wu 1995,

entre otros)

Los principales hallazgos encontrados muestran que personas con un estatus

socioeconómico alto, evidencian una mayor integración social (Goldman, 2001), tienden a

tener una mayor expectativa de vida, una vida más saludable y por ende las tasas de

mortalidad como así de morbilidad de estos grupos son menores, en comparación a las

personas de estatus socioeconómico bajo (Preston y Taubman, 1994, Preston y Elo, 1995,

Cutler y Lleras-Muney, 2006, Rentería y Turra, 2008).

Respecto de la tendencia de la mortalidad, se tiene evidencia que las tasas de mortalidad

sostuvieron una constante disminución en los países industrializados o desarrollados

durante el siglo pasado, conduciendo a un aumento en la expectativa de vida. Sin embargo,

pese a esta disminución del nivel de mortalidad, las evidencias empíricas indican que las

desigualdades socioeconómicas en la mortalidad están aumentando (Feldman et al 1989;

Hummer y Lariscy, 2011)

Respecto de América Latina, la mortalidad declinó prácticamente en toda la región y se

pudo constatar importantes ganancias en la expectativa de vida en las décadas pasadas, sin

embargo, la desigualdad permanece como el principal problema de salud (González et al

2009) y la realidad de Chile no difiere de aquella que caracteriza la región, siendo uno de

los países con la más alta desigualdad socioeconómica. Sin embargo, a pesar de que Chile

evidencia una alta desigualdad socioeconómica, el desarrollo de estudios que den cuenta de

la relación entre desigualdad socioeconómica y mortalidad adulta no ha sido un tema muy

explorado. Si bien, en la actualidad existe una serie de estudios que dan cuenta de la

existencia de diferenciales socioeconómicos en la mortalidad infantil y materna, aun se

2

conoce poco sobre como esas desigualdades socioeconómicas se manifiestan en la

mortalidad adulta.

De esta forma el objetivo del presente estudio es estimar el diferencial socioeconómico en

la mortalidad adulta en Chile para el período 1991-2003, utilizando como proxy de estatus

socioeconómico la escolaridad. Esto permitirá contribuir a la escasa literatura existente en

Chile y en Latino América sobre este tema, y a su vez, permitirá contrastar si los

diferenciales en la mortalidad en un país desigual y subdesarrollado como Chile son más

elevados que los descritos en el mundo desarrollado.

La utilización de la escolaridad como proxy de estatus socioeconómico tiene una serie de

ventajas por sobre otros indicadores o medidas de estatus socioeconómico generalmente

utilizadas. Además, la educación es una característica clave para una posición social en el

sistema de estratificación de la sociedad (Ross y Wu, 1995) y probablemente sea el más

seguro indicador de diferenciales socioeconómicos en la mortalidad (Kitagawa y Hauser,

1973).

De esta forma, considerando los beneficios de usar la escolaridad como Proxy de estatus

socioeconómico y teniendo en cuenta el contexto de decline de la mortalidad en Chile,

sumado al escaso abordaje de los diferenciales socioeconómicos en la mortalidad adulta, se

plantea la importancia del desarrollo de la presente investigación dada su contribución a la

descripción de una realidad marcada por la existencia de una paradoja referente a la co-

existencia de elevados indicadores de desarrollo humano e incluso económicos con una

alta desigualdad social.

A su vez, dentro del estudio, se ha incorporado el objetivo de conocer y estimar el

diferencial educacional por sexo, edad y según causas específicas de muerte, considerando

que no todas las causas de muerte poseen el mismo grado de importancia para explicar el

exceso de mortalidad en los grupos socioeconómicos más bajos (Mackenbach, 2006).

Por otro lado, este estudio cobra relevancia al ser el primero desarrollado en Chile que

utilizando datos transversales (“cross-section”) mide de manera directa el diferencial

educacional en la mortalidad utilizando para ello, una serie de modelos estadísticos que

permiten entregar mayor consistencia a los hallazgos encontrados. Finalmente, este tipo de

3

estudio también es relevante dado que permite identificar y conocer los riesgos

diferenciados a los cuales están expuestos ciertos grupos de individuos, lo cual, contribuye

en la selección de grupos objetivos y en la elaboración e implementación de políticas y

acciones orientadas hacia la disminución de las desigualdades (Palloni, 1984; Preston y

Taubman, 1994; Rogers et al 2013).

2. Estatus socioeconómico y mortalidad: aproximaciones conceptuales.

Se entiende como estatus socioeconómico a aquella posición social de un individuo dentro

de la estructura social que determina sus recursos disponibles (Lynch y Kaplan, 2000) y

viene a ser quizás, la medida más importante de las características individuales (Palloni,

1984).

Actualmente existe una amplia literatura –principalmente en el mundo desarrollado- que

han descrito la existencia de una relación entre estatus socioeconómico y salud. Dentro de

los trabajos que utilizan medidas individuales, las proxis de estatus más utilizadas han sido

la educación, la ocupación y el ingreso (Mackenbach et al, 1997, Marmot et al, 1986; Elo y

Preston, 1996, Ross y Wu 1995). En menor medida, se ha utilizado variables extra-individuales

relativas a las desigualdades socioeconómicas de los lugares de residencia como por ejemplo;

regiones, estados (Kitagawa y Hauser, 1973; Leyland et al 2007; Lorchner, 2001) área rural/urbana

(Gartner et al 2011), barrios, vecindarios (Kravdal, 2009; Martikainen et al 2003; Pickett et al

2001), características del hogar (Pappas et al 1993; Sorlie et al 1992). Por otro lado, respecto de las

variables sociodemográficas más utilizadas en este tipo de trabajos –y, que de cierta forma

contribuyen a la determinación del estatus socioeconómico y su correlación con la salud- se

encuentran la edad (Hoffman, 2005), el sexo (McDonough et al., 1999, Montez et al 2009;

Koskinen et al 1994; Zajacova et al 2009) origen étnico o raza (Crimmins et al 2001; Pappas et al

1993) estado civil, conyugal o marital (Gomes 2011; Montez et al 2009; Ross et al 2012) y, estado

o condición migratoria (Palloni 2004; Preston et al 1998; Turra et al 2007).

La salud es un concepto multidimensional que puede ser estudiado utilizando una serie de

indicadores y medidas. Las utilizadas con mayor frecuencia en los estudios sobre

diferencial socioeconómico y salud, son la mortalidad (Elo e Preston, 1996; Marmot y

Shipley, 1996), las limitaciones funcionales (Berkman y Gurland, 1998) la aparición de

enfermedades (Crimmins, et al 2004) y autopercepción de salud (Mackenbach et al 2003).

4

De estas medidas, en el presente estudio se utiliza la mortalidad, dado que mala salud y

muerte son “huellas” de una desigualdad estructurada (Ross y Mirowsky, 2002).

La naturaleza de la relación entre la posición social que ocupa un individuo en la

estratificación social y la mortalidad ha sido el desafío planteado en una gran cantidad de

estudios. Así, se ha demostrado que existe una relación inversa o negativa entre mortalidad

y estatus socioeconómico (Fox, 1985, Smith et al 1990). Esa relación inversa ha recibido el

nombre de gradiente social en la salud (Adler et al 1994). Este gradiente social en la salud

apunta a que las ventajas o beneficios son distribuidos de forma lineal, lo cual implica, que

a cada paso ascendente en la estratificación social se suma una cantidad similar de

beneficios.

Los hallazgos muestran que el estatus socioeconómico es relacionado virtualmente con

todos los resultados de salud (Crimmins et al 2001). Así, personas con un alto estatus

socioeconómico poseen una integración social mayor (Goldman, 2001), tienden a tener una

expectativa de vida mayor, una vida más saludable y las tasas de mortalidad como así de

morbilidad de estos grupos son menores en comparación a quienes poseen un bajo estatus

socioeconómico (Preston y Taubman, 1994, Elo y Preston, 1995, Rentería y Turra, 2008).

Respecto a la asociación entre estatus socioeconómico y salud, algunos investigadores han

notado la potencial relación recíproca o reversa entre ellas. Según Rogers et al (2000) tener

mejor salud puede llevar a tener altos ingresos o ganancias, un empleo más seguro y altos

niveles de educación, mientras que alto estatus socioeconómico también puede conducir a

una mejor salud en el futuro.

Pero, a pesar de la existencia de estudios que demuestran una relación reversa –o

problemas de endogeneidad- entre estatus socioeconómico y salud, existen otros estudios

que afirman que la relación más “poderosa” y significativa es entre estatus socioeconómico

y salud y no de forma inversa (Adler et al 1994; Goldman 2001; Lleras-Muney 2004;

Miech y Hauser, 1998; Rogers et al 2013). De esta forma, la asociación por ejemplo, entre

educación y resultados en salud representa efectos del estatus socioeconómico sobre la

salud y no a la inversa.

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2.1 ¿Por qué la educación es una buena variable?

La educación es una característica clave para una posición social en el sistema de

estratificación de la sociedad (Ross y Wu, 1995) y probablemente sea el más seguro

indicador de diferencias socioeconómicas en la mortalidad (Kitagawa y Hauser, 1973).

La utilización de la educación como característica socioeconómica individual se

fundamenta en una serie de ventajas que ésta tiene en comparación con el otro tipo de

medidas individuales frecuentemente utilizadas. La primera de ellas, consiste en que la

educación puede ser determinada para todos los hombres y mujeres, dado que es la medida

de estatus socioeconómico más relevante para las personas retiradas, jubiladas o que están

fuera del mercado de trabajo (Hummer et al 2011; Kitagawa y Hauser, 1973; Martelin,

1994). En segundo lugar, la educación es menos influenciada por problemas de salud que

se desarrollan en la etapa adulta (Elo y Preston 1996) y después de cierta edad es una

variable que se mantiene estable o fija en el curso de la vida (Huisman et al, 2005;

Kitagawa y Hauser, 1973; Shkolnikov et al, 2010). En tercer lugar, los encuestados en

Censos o Survey, como también los informantes en los certificados de muerte tienen mayor

probabilidad de reportar el logro educacional (y con razonable seguridad) que el reporte de

otros indicadores socioeconómicos como ingreso, ocupación o riqueza (Hummer et al

2011). Finalmente, la educación típicamente precede al estatus ocupacional, ingreso y la

acumulación de riquezas en el curso de la vida (Hummer et al 2011; Montez et al 2012

Rogers et al 2000).

El hecho de tener mayor educación contribuye a obtener un mayor estatus social y

contribuye a que los sujetos adquieran mejores y más estables trabajos, mayores ingresos,

etc. (Hummer y Lariscy 2011; Preston y Taubman, 1994). Todo esto, debido a que los bien

educados tienen menos probabilidades de estar desempleados (Ross y Wu, 1995). Sin

embargo, la contribución de una mayor educación no es solo en términos de las

condiciones socioeconómicos, sino que a su vez, implica disponer de una mayor amplitud

de elecciones (Hummer y Lariscy, 2011), una mayor red de soporte social (Mirowsky y

Ross, 2005) y a su vez, implica tener mayores probabilidades de vivir en un lugar con

menor estrés (Preston y Taubman, 1994), entender más claramente la información y pautas

medicas entregada por los médicos y, presentar un mayor entendimiento sobre las nuevas

6

tecnologías médicas, (Caldwell 1979; Cutler et al 2006; Elo et al 2006; Grossman y

Kaestner, 1997; Hummer y Lariscy 2011; Mirowsky y Ross 2005; Montez et al 2013).

Todo esto, contribuye a que los riesgos de mortalidad sean menores en aquellas personas

que tienen una alta educación. En contraste a ello, una persona con bajo nivel de

escolaridad pasa mucho más años con una limitación de actividades o una pobre salud

(Preston y Taubman, 1994).

Finalmente, por todo lo anteriormente descrito en este estudio, se utiliza la variable

educación, dado que es una causa fundamental de la mortalidad, ya que opera a través de

una variedad de recursos sociales, económicos, estilos de vida saludables, y condiciones de

salud (Rogers et al 2013).

2.2 Diferenciales socioeconómicos y su interacción con edad y sexo

Respecto de la variación de los diferenciales socioeconómicos en la mortalidad a lo largo

del ciclo de vida de los individuos, existen diversos estudios –que principalmente desde la

década de los 60´ realizados en EUA- vienen describiendo que estos diferenciales

disminuyen con la edad (Elo y Preston, 1996; Kitagawa y Hauser; 1973; Kunst et al 1994).

Así, Hummer y Lariscy (2011) describen que las diferencias educacionales en la

mortalidad son más amplias en el grupo etario 25-44, la segunda mayor entre quienes

tienen 45-64 años de edad y, disminuyen o se estrechan entre aquellos que tienen entre 65

y 84 años de edad para cada sexo.

Esta línea argumentativa, ha expresado que el aumento de la edad vendría a favorecer la

convergencia en cuanto a diferenciales socioeconómicos en la mortalidad. Esto, debido a

que la gente inevitablemente se debilita o ve empeorada su salud a medida que envejece y,

finalmente muere, independientemente de la clase social a la que pertenecía (Elo y Preston,

1996; House et al, 1990). Según Hoffmann (2005), esta convergencia viene a ser quizás un

resultado de un cambio desde lo social a determinantes biológicos donde se ve empeorada

la salud producto del envejecimiento. A eso, se le puede sumar la reducción de los retornos

por educación con la edad debido al retiro del sistema de estratificación social y/o por un

cambio composicional dentro del estrato educacional (Montez et al 2012).

7

Otra de las explicaciones utilizadas para expresar la convergencia de las tasas de

mortalidad a medida que aumenta la edad es el efecto de selección de la mortalidad. Según

Crimmins (2005) la selección de la mortalidad es la razón más probable para la

disminución de las diferencias educacionales en la mortalidad en los adultos mayores. Esta

situación, concuerda con lo planteado por Hoffman (2011) quien sostiene que una de las

explicaciones al hecho de que la población sea homogénea en las edades avanzadas (en

EUA) es la mayor selectividad de la mortalidad en la edad adulta.

Por otro lado, Lauderdale (2001) estudia el efecto de cohorte y periodo en la mortalidad y

concluye que los diferenciales educativos en la sobrevivencia aumentan con la edad. Estos

resultados, concuerdan con la hipótesis de la ventaja acumulativa planteada por Ross y Wu

(1995), quienes no encuentran evidencia de convergencia en materia de salud entre los

diferentes niveles de ingresos y de educación en la vejez. Misma divergencia ha sido

encontrada utilizando como medida de salud la morbilidad (Huisman et al 2003).

Otro de los hallazgos descritos en la literatura hace alusión a que los diferenciales

socioeconómicos en la mortalidad difieren según sexo. A pesar de que en los estudios

sobre los diferenciales socioeconómicos de mortalidad generalmente la mujer ha recibido

menor atención (Koskinen et al 1994) –sobre todo en aquellos que utilizan como indicador

de estatus la ocupación o renta-, existe una serie de hallazgos que dan cuenta de un

gradiente más pronunciado entre los hombres en comparación con las mujeres (Preston y

Taubman 1994; Koskinen et al 1994; Montez et al 2009, Montez et al 2012; Pappas et al

1993; Rogers et al 2000; Rogers et al 2010; Rogers et al 2013; Ross et al 2012).

Las diferencias según sexo en la mortalidad han sido explicadas bajo una serie de

hipótesis, dentro de las cuales, se encuentra la hipótesis biológica, en la cual se establece

que factores genéticos serían los causantes de un exceso de mortalidad en los hombres y

ello, también, explica las diferencias de sexo en la expectativa de vida. Sin embargo, existe

otra hipótesis que hace referencia a los comportamientos (Nathanson y López 1987;

Montez et al 2009). Esta Hipótesis plantea, que el diferencial de sexo en la mortalidad se

debe a las diferencias comportamentales o de actitudes que socialmente manifiesta un sexo

u otro. Es decir, el diferencial por sexo obedece a la adquisición, adopción o exposición de

comportamientos y estilos de vida de mayor riesgo por parte de los hombres (López, 1983;

citada en Nathanson 1984). 8

Esto plantea que los diferenciales de sexo en la mortalidad pueden estar asociados con

valores, actitudes y roles sociales asignados a hombres y mujeres que pueden –consciente e

inconscientemente- provocar la autoprotección en unos y comportamientos

autodestructivos en otros (Nathanson 1984). Esto, concuerda con lo planteado por Rogers

et al (2000) quien determina que la brecha de sexo en la mortalidad es influenciado por las

diferencias Hombre-Mujer en lo social, lo económico y por las actitudes y características

comportamentales. A su vez, se plantea que el diferencial de sexo en la mortalidad es

mayor en las edades jóvenes, etapa en la cual el hombre es más propenso a involucrarse en

conductas arriesgadas y audaces que, en general atenúan con la edad (Rogers et al 2010).

Ahora bien, algunos estudios han mostrado que el gradiente educacional en la mortalidad

es comparable entre sexos o, en su defecto, que no existen diferencias estadísticamente

significativas en los efectos de la educación sobre la mortalidad para ambos sexos (Elo y

Preston, 1996; McDonough et al 1999; Zajacova, 2006; Zajacova et al 2009). Una de las

explicaciones –además del efecto de selección- que se ha dado a esta similitud según sexo

observada en la relación educación-mortalidad es que esta situación puede ocurrir debido a

que algunas vías muestran fuertes retornos para hombres, otras para mujeres, y sus efectos

se equilibran (Zajacova et al 2009). Finalmente, existen otros estudios que describen que el

gradiente educacional sobre la mortalidad es mayor en las mujeres que en los hombres

(Kitagawa y Hauser, 1973; Deaton y Paxon 1999).

2.3 Causas de mortalidad y educación

Respecto a las diferencias según educación en la mortalidad por causas de muertes, existe

evidencia que van en la misma línea de lo descrito anteriormente. Así, se tiene

antecedentes que la mortalidad por causas externas es más alta en los grupos con menor

escolaridad, pero mayor entre los hombres que entre las mujeres (Borrell et al 2005; Elo et

al 2006; Mackenbach, 2006). Estos resultados son corroborados por un estudio

comparativo entre Finlandia y EUA, en el cual se describe que la educación es un predictor

significativo de la mortalidad masculina por accidentes y lesiones (Elo et al 2006), lo cual

continua demostrando que los efectos de la educación son también relacionados con

comportamientos de riesgo, incluyendo el consumo de alcohol y el tomar riesgos de

manera general.

9

Por otro lado, al examinar la asociación entre diferencial educativo y cáncer o neoplasma,

se tiene que para la gran mayoría de cánceres las tasas de mortalidad dan cuenta de la

existencia de un gradiente educacional. Es decir, altas tasas de mortalidad en grupos con

bajo nivel educativo (Ezendam et al 2008, Menvielle et al 2013).

Hummer y Lariscy (2011) señala que las muertes que son estrechamente vinculadas a

factores sociales o comportamientos de riesgo como cáncer al pulmón, enfermedades

respiratorias, homicidios y accidentes, son asociadas con amplias diferencias educacionales

en las tasas de mortalidad, mientras que el diferencial es más estrecho en causas que son

menos susceptibles al control humano, tales como otros tipos de cánceres.

El estudio del diferencial educacional en la mortalidad según causas específicas es

importante, ya que las variaciones en los patrones de causa de muerte entre grupos

socioeconómicos proporcionan información para la explicación de las desigualdades en la

salud debido a que apuntan a los mecanismos específicos que vinculan un bajo estatus

socioeconómico con malas condiciones de salud (Huisman et al 2005).

Estos análisis también permiten establecer que las causas son en gran parte responsables de

las diferencias socioeconómicas observadas en la mortalidad total. En este sentido, los

efectos de las diferencias según sexo en la mortalidad se pueden explicar por las

diferencias en la estructura de las principales causas de muerte (Koskinen y Martelin,

1994). En este sentido, no todas las causas de muerte son igualmente importantes para

explicar el exceso de mortalidad en los grupos socioeconómicos más bajos (Mackenbach,

2006), por esto, es de gran relevancia en los estudios de mortalidad poder identificar y

describir el padrón de mortalidad según causas específicas de muerte y educación.

2.4 América Latina

A pesar de que los países en desarrollo –como el caso de los países de América Latina-

evidencian grandes desigualdades socioeconómicas, ello no ha significado que dentro de

las investigaciones realizadas, se aborden las desigualdades o diferenciales

socioeconómicos en la mortalidad adulta como el caso de los países desarrollados. En este

sentido, en la actualidad es poco el conocimiento empírico que existe respecto del

diferencial socioeconómico en mortalidad adulta en los países en desarrollo.

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Dentro de los estudios realizados, se encuentra un estudio desarrollado en Colombia, en el

cual se observa que los menos educados presentan tasas de mortalidad más altas y, el

diferencial en todo el periodo de estudio está incrementando (Arroyave et al 2013). Por

otra parte, en un estudio desarrollado en Brasil, Rentería (2009) utilizando el método

estocástico describe que las mujeres entre 30-69 años de edad sin escolaridad, presentan

tasas de mortalidad 1,4 veces mayor en comparación con aquellas que tienen entre 1 y 8

años de estudios y, 2,2 veces mayor que de aquellas mujeres con 9 o más años de

escolaridad (Rentería, 2009). En la misma línea Gomes (2011) desarrolla un análisis de los

determinantes de la mortalidad entre los adultos mayores en Brasil para el período 2000-

2006, describiendo que tanto hombres como mujeres con mayor educación presentan una

mayor sobrevivencia, sin embargo, el gradiente es más acentuado para los hombres. De

esta forma, los hombres sin educación presentan tasas de mortalidad 2,9 veces mayor que

aquellos que tienen entre 1 y 7 años de educación, situación que para las mujeres fue de 1,8

veces mayor.

Respecto de los estudios sobre diferencial educacional según causas específicas de

mortalidad, las evidencias son también escasas. Sin embargo, Arroyave et al (2013) señala

que en Colombia existe un diferencial educacional –en ambos sexos- tanto en la mortalidad

total como en aquella causada por enfermedades cardiovasculares en el periodo de estudio

(1998-2013). Esa situación descrita en Colombia, se condice con la descrita para Costa

Rica, donde se señala que los factores de riesgo tales como fumar, mayor presión arterial

sistólica y sedentarismo, son más frecuentes para ambos sexos entre los menos educados

(Rehkopf et al 2009).

2.5 El caso de Chile

Los estudios sobre gradiente social en la mortalidad en Chile -al igual que en América

Latina-, ha estado focalizado principalmente en la mortalidad infantil y materna, dejando

fuera del foco de estudio la población adulta y las edades avanzadas.

Respecto de los estudios que han utilizado para estimar el diferencial socioeconómico en la

mortalidad adulta, según el levantamiento de información realizado, existen básicamente

tres estudios en Chile. El primero, Koch et al (2007) se centra en individuos sobre los 20

11

años de edad en el Municipio de San Francisco de Mostazal en la sexta región del país3,

concluye que aquellos que tienen menos de ocho años de educación mantienen tasas de

mortalidad 1,5 veces más altas que los que tienen más de ochos de escolaridad.

Posteriormente, Koch et al (2009)4 constató que las personas con educación secundaria y

universitaria presentan un 33% y 70% menos de riesgo de morir por cualquier causa

comparado con aquellos que tienen educación básica.

El tercero, corresponde al desarrollado por Delgado et al (2006), en el cual se evalúa el

diferencial educativo en la mortalidad adulta durante cinco periodos de tiempo (1985-

1987; 1990-1992; 1995-1997; 1998-2000; 2001-2003) para la población entre 20 y 70 años

de edad. Los resultados describen que en la población de 20-44 años de edad, la razón

entre los sin educación sobre aquellos con más de 13 años de educación fue de 10,8 en los

hombres y de 13,5 en las mujeres en el período 2001-2003. Por otro lado, en el grupo

etario 45-64 años de edad, esta razón fue de 4,3 para los hombres y 4,6 para las mujeres.

Por otro lado, se estima el diferencial educacional según causas de muertes para la

población sobre los 20 años, obteniendo como resultado la existencia de un gradiente

educacional en todas las causas de muerte, sin embargo, algunas causas de muertes el

grupo sin educación presentan tasas de muerte menores al grupo que posee entre 1 y 8 años

de educación, lo cual, podría estar indicando error o sesgo numerador/denominador.

Así, si bien este tercer estudio descrito es un acercamiento que contribuye a la descripción

del gradiente educacional en la mortalidad adulta en Chile, al agrupar en grandes grupos

etarios, como en el caso de la distribución de las causas de muerte, los resultados descritos

pueden estar ocultando una concentración del diferencial educacional en ciertas causas

específicas de muerte y, en ciertos grupos etarios que no son detectados a raíz de la

amplitud de la faja etaria utilizada (sobre 20 años). A su vez, las tasas de mortalidad total y

por causas específicas de muertes según nivel educacional pueden estar sesgadas, dada la

utilización de la población menor de 30 años, la cual, ciertamente está en un periodo en el

cual, la educación no puede ser considerada como una variable estable o fija. Por último,

considerar la población de 20 a 44 años en un solo grupo, desconociendo las diferentes

3 Estudio longitudinal que sigue a 920 personas durante un periodo de tres años (1997-1999), en el cual mueren 42 personas4 Estudio longitudinal en el cual se realiza un seguimiento a 795 personas entre 20-79 años de edad, de los cuales murieron 46 personas durante los 8 años de estudio.

12

susceptibilidades de muerte entre jóvenes y adultos, pueden también estar sesgando las

tasas de mortalidad. Por ejemplo, diferente susceptibilidad a la muerte por causas externas

entre quienes tienen 20 y 40 años de edad.

Ante esta situación, se considera pertinente desarrollar una estimación del gradiente

educacional en la mortalidad adulta en Chile, utilizando testes estadísticos (regresión de

Poisson) que permitan dar consistencia a los resultados encontrados.

2.6 Contexto socioeconómico de Chile y alcances del estudio

Chile se encuentra actualmente en una etapa avanzada de la transición demográfica,

proceso marcado por una disminución de la mortalidad5, una sostenida caída en la

fecundidad6, un rápido proceso de urbanización, envejecimiento poblacional y otra serie de

cambios económicos y sociales propios de la transición demográfica, dentro de los cuales

se encuentran el aumento de la incorporación de la mujer al mercado laboral y el aumento

de la educación.

Los avances en educación en Chile resultan evidentes a la hora de contrastar con el resto de

países de América Latina7. Dentro de estos avances, se encuentra el aumento de la

cobertura educacional, disminución del porcentaje de analfabetismo (16,4% en 1960 a un

2,2% en el año 2012) y aumento de los años de educación promedio de la población (6,4

en 1980 a 9,7 en 2010; PNUD, 2013). Sin embargo, la desigualdad sigue estando presente.

Por otro lado, Chile ha evidenciado un crecimiento económico sostenido desde mediados

de la década de 1980, con una tasa media de crecimiento de siete por ciento (Contreras,

2003), lo cual, ha traído consigo algunos avances en el desarrollo social del país. Por

ejemplo, reducción de la pobreza, aumento de la cobertura educacional y del sistema de

salud. Sin ir más lejos, según el PNUD (2013) Chile es el país de América Latina que tiene 5 Se pasa de una tasa de mortalidad infantil de 155 a 7 niños muertos por mil en el período 1950-2010. A su vez, la expectativa de vida al nacer para ambos sexos pasó de 54,8 entre 1950-1955 a 79,3 en 2012 (PNUD, 2013).6 La fecundidad pasó de 5,4 hijos en promedio por mujer en la década de los sesenta a 1,89 hijos en promedio por mujer en el año 2010 (INE, 2010).7 Por ejemplo, la población de Argentina tiene 9,3 años de educación promedio, Colombia 7,3. En América, considerando este indicador de años promedios de educación Chile se encuentra en cuarto lugar, por debajo de EUA (13,3), Canadá (12,3) y Cuba (10,2), (PNUD, 2013).

13

el Índice de Desarrollo Humano (IDH) más alto (0,819) y se ubica en la posición 40 a nivel

mundial. Sin embargo, al momento de considerar la desigualdad socioeconómica su

realidad no es diferente de aquella que “azota” la región, teniendo por ejemplo, un Índice

de Gini de 0,53.

Es en este contexto en el que se enmarca el presente estudio, considerando los beneficios

de usar la educación como proxy de estatus socioeconómico y teniendo en cuenta el

contexto de decline de la mortalidad en Chile y el aumento de la población alfabetizada,

sumado al escaso abordaje del diferencial educacional en la mortalidad adulta tanto en

Chile como en la región Latino Americana, surge la importancia del desarrollo de esta

investigación dada su contribución a la comprensión y descripción de una realidad marcada

por una paradoja referente a la co-existencia de elevados índices e indicadores de

desarrollo humano e incluso económicos con una alta desigualdad social.

De esta manera, concordando con los antecedentes existentes en los países desarrollados y

en desarrollo, sumado a lo descrito para el caso de Chile, se puede concluir que la

mortalidad no presente la misma fuerza, ritmo como así tampoco el mismo nivel en los

distintos “eslabones” de la estratificación social, por lo cual, surge la necesidad de conocer

¿Cuál es el diferencial educacional en la mortalidad adulta en Chile según sexo y edad?

Como un objetivo específico se incorpora el identificar y dar cuenta de la existencia de una

variación del gradiente educacional por edad. Por otra parte, se considera relevante a partir

de la revisión bibliográfica descrita anteriormente, identificar si la mortalidad adulta según

escolaridad en Chile varió en los años más recientes.

Un tercer objetivo específico es estimar si el gradiente educacional en la mortalidad adulta

varía en años más recientes, esto justificado en la amplia literatura citada que viene dando

cuenta de una reducción en las tasas de mortalidad pero la existencia de una ampliación del

diferencial de mortalidad.

Por otro lado, se incluye dentro de los objetivos específicos el conocer y describir ¿Cuál es

el padrón de mortalidad y diferencial por educación, edad y sexo en cada grupo de causas

específicas de muertes en Chile en el periodo de estudio?.

3. Metodología

14

3.1 Fuente de datos

Los datos a ser utilizados son denominados datos secundarios y provienen de dos fuentes

distintas. En primer lugar, la información referente al registro de muertes de la población

en Chile correspondiente al período de estudio (años 1991, 1992, 1993, 2001, 2002 y

2003), fue entregada por el Instituto Nacional de Estadística de Chile (INE).

La información referente a la población existente en Chile durante el período de estudio,

fue extraída desde “Integrated Public Use Microdata Series, International” (IPUMS

International). La información proveniente de esta fuente, es la referente a los Censos

Demográficos de Chile de los años 1992 y 2002.

3.2 Calidad de los datos

Las informaciones sociodemográficas y estadísticas vitales de Chile, se caracterizan por

tener una buena calidad y cobertura. Según CELADE (2010) las estadísticas vitales de

Chile tienen un 0,6% de subregistro de muertes. Se tiene evidencia que entre 1990-1997 el

sub-registro fue de 0,9% (OPS, 2002). Porcentajes similares fueron detectados para el

quinquenio 1990-1995 y 1995-2000, los cuales fueron 0,67 y 0,48 respectivamente (INE y

CELADE, 2005). Por otro lado, en la actualidad, 99,6% de las muertes ocurridas son

registradas mediante certificados médicos, realidad que en el año 1991 presentaba 95,7%

(INE, 2002) y, 99,0% en el año 2003 (Núñez et al 2006).

3.3 Operacionalización

La presente investigación abarca el período 1991-2003, el cual, por tanto es dividido en

dos trienios (1991-1993 y 2001-2003). Las variables independientes incluidas en el

presente estudio son: Edad, Educación y Causas Específicas de Mortalidad.

La población adulta corresponde a toda las personas de 30 o más años de edad. La variable

edad es categorizada en 10 grupos quinquenales (30-34; 35-39; 40-44; 45-49; 50-54; 55-

15

59; 60-64; 65-69; 70-74; 75-79), además de un grupo o intervalo de edad abierto (80 y

más).

La variable años de escolaridad fue desagregada en tres categorías; A) 0-8 años de

educación (equivalente a educación básica o elemental); B) 9-12 años de educación

(equivalente a educación secundaria) y D) 13 y más años, (equivalente a educación técnica

o universitaria).

Causas específicas de mortalidad han sido clasificadas en siete grandes grupos: 1)

Neoplasmas; 2) Enfermedades del Sistema Respiratorio; 3) Enfermedades del Aparato

Digestivo; 4) Enfermedades del Sistema Circulatorio; 5) Causas Externas, 6) Causas Mal

Definidas y 7) Otras Causas.

Cabe aclarar que las causas de muerte correspondiente al primer período (1991-93) están

clasificadas mediante la utilización de la Clasificación Internacional de Enfermedades IX

(CIE 9) y, las muertes del segundo período, están clasificadas bajo la CIE 10. Ante esta

situación, se procedió a homologar o uniformar la información en base a la utilización de la

CIE 10.

3.4 Modelo de Regresión de Poisson

La utilización de la regresión de Poisson radica en que permite trabajar con datos de conteo

como es este caso y a su vez, permite entregar una significancia estadística a las

estimaciones realizadas. De esta forma, mediante la estimación de una regresión de

Poisson se puede modelar el número de muertos de una población en base al tiempo de

exposición al riesgo de muerte (Scott Long 1997).

La fórmula de la regresión está definida por un modelo log-linear que se describe como:

(2)

Donde X es un vector de variables y el coeficiente β j es estimado por máxima

verosimilitud.

Ahora bien, dado que el objetivo es modelar el número de muertes de la población adulta

en Chile en función del tiempo de exposición al riesgo de muerte, debe incluirse en la

ecuación 2 como un término independiente del vector de variables el tiempo de exposición

16

(offset), que corresponde al log de la medida de exposición, que en este caso es personas-

años. De esta forma, el modelo de regresión está dado por la siguiente ecuación:

(3)

El primer modelo a ser estudiado, incluye las variables edad y educación, permitiendo de

esta forma, obtener las tasas de mortalidad de la población adulta en Chile según edad y

educación. Este modelo es aplicado de forma independiente para mujeres y hombres. Así,

la ecuación del primer modelo (independiente del sexo) queda de la siguiente forma:

(4)

Posteriormente, en un segundo modelo a ser testeado, se incorpora la interacción de

variable entre edad y educación. La incorporación de un término interactivo entre edad y

educación, permite separar el efecto conjunto de esas variables, del efecto puro que ellas

tienen sobre la mortalidad. En este sentido, mediante este modelo se busca captar la

variación del gradiente educacional por edad. De esta forma, la ecuación queda de la

siguiente manera:

(5)

Un tercer modelo, considera la incorporación de la variable Periodo, mediante el cual se

busca dar cuenta de la variación de la mortalidad en los años más recientes.

(6)

Un Cuarto modelo incorpora la interacción entre Período y Educación, mediante el cual se

busca captar la variación del gradiente educacional en los años más recientes.

(7)

Por otro lado, se desarrollan una serie de modelos (cada uno de ellos considerando una

causa especifica de mortalidad) en los cuales, se busca identificar los gradientes puros

tanto por edad y por educación para cada período y para cada sexo. La ecuación de esta

última serie de modelos es la siguiente:

17

(8)

Finalmente, para la obtención de las tasas de muertes, se debe calcular el exponencial de la

sumatoria de los coeficientes de la regresión, cuyo cociente es multiplicado por mil. Por

ejemplo, para estimar la tasa de mortalidad del quinquenio 35-39 años de edad de la

segunda categoría de educación (9-12 años) del modelo 1 descrito anteriormente, se debe

sumar la constante + Coeficiente de edad 35-39 años + Coeficiente de educación 9-12

años.

4. ANÁLISIS Y DISCUSIÓN DE RESULTADOS

4.1 Análisis descriptivo de las estimativas de mortalidad adulta en Chile según sexo, edad y período

Antes de analizar los resultados de los modelos de regresión de Poisson, se considera

relevante hacer una descripción de las tasas de mortalidad según sexo, edad y período,

obtenidas de la división del número total de muertes sobre el total de personas-años vividos

expuestas al riesgo de morir según edad.

En este sentido, al analizar las tasas de mortalidad según edad, sexo y período (ver tabla

(1), se puede observar claramente que las tasas de mortalidad del primer punto de tiempo

(1991-93) son mayores que las estimadas para el segundo trienio 2001-03 para ambos

sexos. Esta situación da cuenta de un significativo e importante descenso de las tasas de

mortalidad en Chile durante el período de estudio.

A su vez, se logra observar que la mortalidad en Chile para el período de estudio presenta

una caída para ambos sexos en todos los grupos etarios. Sin embargo, las tasas de

mortalidad de las mujeres son menor a las estimadas para los hombres en todos los grupos

etarios, lo cual, en concordancia con una amplia literatura existente al respecto, da cuenta

de la existencia de una sobre mortalidad masculina.

18

TABLA 1 - Chile – Número de muertes, personas años y tasas de mortalidad para hombres y

mujeres, 1991-2003.

Edad

HOMBRES1991-1993 2001-2003

Muertes personas Años

Tasa de mortalidad Muertes personas

AñosTasa de

mortalidad30-34 3269 1687460 1,94 3004 1792187 1,6835-39 3333 1368603 2,44 3728 1841272 2,0240-44 3760 1120254 3,36 4507 1660028 2,7245-49 4630 945152 4,90 5399 1334186 4,0550-54 5889 777575 7,57 6758 1113874 6,0755-59 7503 630835 11,89 8913 888476 10,0360-64 11223 602978 18,61 10976 715220 15,3565-69 12308 428238 28,74 13244 557085 23,7770-74 13816 301635 45,80 17567 472330 37,1975-79 14949 203633 73,41 16621 277285 59,9480+ 24312 196531 123,71 31852 279704 113,88

Edad MUJERES30-34 1139 1746578 0,65 957 1829442 0,5235-39 1564 1449334 1,08 1455 1903293 0,7640-44 2010 1187784 1,69 2199 1744832 1,2645-49 2832 1002664 2,82 2961 1398022 2,1250-54 3649 860312 4,24 3927 1178791 3,3355-59 4643 693826 6,69 5246 943705 5,5660-64 7083 693324 10,22 6873 801837 8,5765-69 8721 505746 17,24 8773 653051 13,4370-74 10928 390605 27,98 12829 583181 22,0075-79 14242 283759 50,19 14531 381085 38,1380+ 34601 337797 102,43 46466 484257 95,95

Fuente: INE; Registro de muertes 1991-2003, IPUMS; censo Demográfico 1992 y 2002

4.2 Análisis descriptivo de las estimativas de mortalidad adulta en Chile según sexo, educación y período

A continuación (ver tabla 2) se presenta el número de muertes, personas-años y las tasas de

mortalidad según sexo, educación y período, obtenidas de la división del número total de

muertes sobre el total de personas-años vividos expuestas al riesgo de morir según

categoría educacional.

Como era de esperarse, las tasas de mortalidad según educación dan cuenta de la existencia

de un gradiente educacional en la mortalidad, teniendo por consecuencia que tanto

hombres y mujeres que tienen entre 13 o más años de escolaridad presentan tasas de

mortalidad menores en comparación a quienes tienen entre 0-8 años de escolaridad.

19

Tabla 2- Chile – Número de muertes, personas años y tasas de mortalidad para hombres y mujeres, 1991-2003.

Educación

HOMBRES1991-1993 2001-2003

Muertes personas Años

Tasa de mortalidad Muertes personas

AñosTasa de

mortalidad0-8 años 80395 4674116 17,20 90536 4593429 19,719-12 años 20098 2641540 7,61 25511 3826333 6,6713+ años 4499 947238 4,75 6522 2511885 2,60Educación MUJERES0-8 años 74912 5401833 13,87 85786 5411852 15,859-12 años 14458 2909967 4,97 17346 4075368 4,2613+ años 2042 839930 2,43 3085 2414275 1,28Fuente: INE; Registro de muertes 1991-2003, IPUMS: censo Demográfico 1992 y 2002

Sin embargo, los resultados presentados en la tabla anterior también dan cuenta de un

aumento de las tasas de mortalidad entre aquellos individuos con menos años de

escolaridad. Es decir, entre un período y otro, se evidenció un aumento de la mortalidad

entre quienes tienen entre 0 y 8 años de escolaridad. Para mayor claridad, Gráfico 1

describe esta situación.

Gráfico 1 - Chile, Tasas de Mortalidad según sexo, educación y período

Fuente: INE. Registro de muertes y Censos Demográficos 1992, 2002.

Como puede observarse tanto hombres como mujeres con menor escolaridad presentan un

aumento de las tasas de mortalidad entre un período y otro. En contraposición, quienes

tienen 13 o más años de escolaridad evidencian la mayor disminución de las tasas de

mortalidad.

20

4.3 Estimativas de la mortalidad adulta en Chile según sexo, edad, educación y período

Del primer modelo de regresión, se obtienen los gradientes puros. El valor de todos los

coeficientes de ese modelo tanto para hombres y mujeres aumenta con la edad. Esto

significa que tanto hombres y mujeres de edades más avanzadas presentan mayores tasas

de mortalidad. Por lo tanto este primer modelo de regresión concuerda con la estimación

directa descrita en el análisis descriptivo, dando cuenta que a mayor edad mayores tasas de

mortalidad tanto en hombres como en mujeres.

Por otro lado, los coeficientes de los grupos de escolaridad muestran claramente la

existencia de una relación negativa o inversa entre años de educación y mortalidad. Dicho

de otro modo, los resultados del primer modelo (ver Tabla A1) permite señalar que

aquellas personas (hombres y mujeres) que en Chile poseen una alta escolaridad presentan

menores tasas de mortalidad. En la tabla 3 se presentan las tasas de mortalidad según sexo,

edad y período estimadas a partir de los coeficientes de regresión del primer modelo.

Si bien, el modelo estimado del cual se desprenden las tasas de mortalidad presentadas en

la tabla 5 dado que no incorpora la interacción entre las variables edad y educación no

permite captar la variación del diferencial educacional dentro de cada grupo de edad, los

datos descritos indican que las tasas de mortalidad -tanto en hombres como mujeres y, en

los dos puntos de tiempo considerados- aumentan con la edad y disminuyen con la

educación dentro de cada uno de los quinquenios de edad.

TABLA 3 - Chile, Tasas de mortalidad específicas (x 1000) de hombres y mujeres en función de 21

la edad, educación y período, estimadas a partir de los coeficientes de regresión de Poisson

Edad EducaciónHombre Mujer

1991-93 2001-03 1991-93 2001-03

30-340-8 años 2,34 2,70 0,85 0,919-12 años 1,79 1,75 0,54 0,5013+ años 1,27 0,75 0,43 0,25

35-390-8 años 2,92 3,04 1,38 1,239-12 años 2,23 1,97 0,87 0,6713+ años 1,58 0,85 0,70 0,34

40-440-8 años 3,92 3,98 2,06 1,959-12 años 3,00 2,59 1,31 1,0613+ años 2,13 1,11 1,05 0,54

45-490-8 años 5,56 5,87 3,31 3,189-12 años 4,25 3,82 2,10 1,7313+ años 3,01 1,64 1,68 0,88

50-540-8 años 8,43 8,39 4,85 4,639-12 años 6,45 5,45 3,07 2,5213+ años 4,57 2,34 2,46 1,29

55-590-8 años 13,05 13,14 7,52 7,209-12 años 9,98 8,54 4,77 3,9213+ años 7,07 3,67 3,81 2,00

60-640-8 años 20,31 19,29 11,35 10,599-12 años 15,53 12,54 7,19 5,7613+ años 11,00 5,38 5,75 2,95

65-690-8 años 31,06 28,79 19,03 16,089-12 años 23,75 18,71 12,06 8,7413+ años 16,83 8,04 9,64 4,47

70-740-8 años 49,32 44,09 30,75 25,959-12 años 37,70 28,66 19,49 14,1113+ años 26,72 12,31 15,58 7,22

75-790-8 años 78,98 70,04 55,15 44,189-12 años 60,38 45,53 34,96 24,0313+ años 42,79 19,55 27,94 12,29

80+0-8 años 132,80 132,95 112,36 110,869-12 años 101,52 86,42 71,21 60,2813+ años 71,95 37,11 56,93 30,84

Razón entre 0-8 años/13+ años 1,80 3,60 2,00 3,60

Fuente: Elaboración propia a partir de información de las estadísticas vitales de Chile

Un punto importante a destacar y que fue evidenciado en el análisis descriptivo presentado

anteriormente, tiene que ver con el aumento de la tasa de mortalidad de quienes tienen

entre 0 y 8 años de escolaridad entre un período y otro. En las mujeres, esta situación se

evidencia solo en el grupo etario 30-34 años de edad, sin embargo, entre los hombres es un

fenómeno recurrente en las edades más jóvenes hasta los 49 años de edad y en los grupos

etarios 55-59 y 80+.

22

Por otra parte, a partir de las tasas de mortalidad estimadas se puede observar cual es el

diferencial educacional relativo promedio para todos los grupos de edad. En este sentido,

se tiene que entre los hombres en el primer trienio, las tasas de mortalidad del grupo con

menor escolaridad (0-8 años) son 1,8 veces mayor que las tasas de aquellos que tienen 13 o

más años de escolaridad. Por su parte, para el mismo punto del tiempo, la tasa de

mortalidad de las mujeres menos escolarizadas es 2,0 veces mayor en comparación con

aquellas que tienen 13 o más años de escolaridad. Esto, plantea que el gradiente social

relativo en la mortalidad adulta en Chile es mayor entre las mujeres.

Respecto del segundo punto del tiempo (2001-03), se tiene que el diferencial educativo

relativo es evidentemente mayor al del primer trienio, sin embargo, es exactamente

idéntico entre hombres y mujeres con un valor de 3,6. Es decir, aquellos y aquellas que

tienen entre 0 y 8 años de escolaridad presentan tasas 3,6 veces mayor a quienes tienen 13

o más años de escolaridad. Estos resultados son significativos, señalando que en un

período de 10 años el diferencial educacional en la mortalidad se duplicó en los hombres,

mientras que en el caso de las mujeres se evidenció un aumentó de 80%.

Por su parte, cabe mencionar que en ambos puntos del tiempo se tiene evidencia de la

existencia de un diferencial educacional entre aquellos menos escolarizados con el grupo

intermedio (9-12 años) y, entre aquellos que tienen 9-12 años en comparación a los que

tienen 13 y más años de escolaridad. Sin embargo, el diferencial es menor al encontrado

entre los grupos extremos.

Estos resultados dan indicios de que el gradiente educacional en la mortalidad adulta en

Chile ha ido aumentando a través del tiempo. Si bien, las tasas específicas de mortalidad

disminuyen de un período a otro en todos los grupos etarios, el diferencial educacional

relativo aumenta en todos los grupos etarios en el segundo período.

Ante estos resultados, resulta interesante introducir en el modelo de regresión la

interacción entre las variables edad y educación de tal forma de identificar y describir la

existencia de variación en el gradiente educacional dentro de cada grupo etario. En la tabla

A2 (ver anexo) se pueden observar los coeficientes de regresión del modelo 2.

23

Respecto de los hombres, en el segundo modelo8 para ambos puntos del tiempo los

coeficientes de la interacción entre edad y educación son estadísticamente significativos. A

su vez, los coeficientes de la interacción son positivos, aumentan con la edad y también

aumentan con el nivel de escolaridad. Los coeficientes correspondientes a los grupos de

escolaridad son negativos, lo cual sugiere que los diferenciales relativos de mortalidad son

mayores en los grupos etarios de “adultos jóvenes” y que el diferencial educacional

disminuye con la edad. Esta variación del gradiente por grupo etario para ambos puntos de

tiempo se puede observar en el gráfico 2.

Gráfico 2. Chile: Hombres, diferencial educacional (Razón entre 0-8/13+) según edad

y período.

Fuente: INE. Registro de muertes y Censos Demográficos 1992, 2002.

El gráfico 2 además de describir una variación del gradiente educacional por edad en el

caso de los hombres, da cuenta de la ampliación del gradiente entre un período y otro en

todos los grupos etarios sin embargo en ambos se mantiene la misma tendencia de

disminución (del gradiente educacional) con el aumento de la edad. Por ejemplo, en el

trienio 1991-93 los hombres que tienen entre 30-34 años de edad, que poseen una menor

escolaridad (0-8 años) mueren 3,78 veces más que aquellos de mayor educación (13+

años), diferencial que entre los hombres de 65-69 años disminuye a 1,53 entre los mismos

grupos educacionales. En el trienio 2001-03, los resultados para los mismos grupos etarios

y educacionales muestran claramente una ampliación del gradiente, cuyos valores son de

7,21 y 3,16 respectivamente.

8 24

En cuanto a las mujeres, los coeficientes de regresión de la interacción de las variables

edad y educación no son estadísticamente significativos para el período 1991-93, sin

embargo, para el segundo trienio 2001-03 esa situación se revierte, existiendo significancia

estadística (p<0,05) en la mayoría de los coeficientes. En gráfico 3 se puede observar esta

situación.

Gráfico 3. Chile: Mujeres, diferencial educacional (Razón entre 0-8/13+) según edad y

período.

Fuente: INE. Registro de muertes y Censos Demográficos 1992, 2002.

Como puede apreciarse en el gráfico anterior, en el primer trienio prácticamente no existe

una variación acentuada del gradiente educacional en cada grupo etario (más esto no quiere

decir que no existe gradiente). Sin embargo, para el segundo trienio puede apreciarse como

el gradiente es mayor entre los grupos de mujeres adultas más jóvenes, disminuyendo con

la edad. Por ejemplo en 2001-03, las mujeres de 30-34 años con menor educación (0-8

años) presentan tasas de mortalidad 5,08 veces mayor en comparación con aquellas de

mayor escolaridad (13+ años), diferencial que en mujeres de 65-69 años disminuye a 3,68.

Dado que hasta el momento los resultados descritos dan cuenta de la ampliación del

diferencial educacional en la mortalidad adulta en Chile en ambos sexos, se desarrollaron

otros dos modelos de regresión de Poisson para evaluar esa situación. De esta forma, en el

tercer modelo se incluye la variable período con el fin de identificar la existencia de

variación de la mortalidad en los años más recientes y, en el cuarto modelo, se incluye la

interacción entre la variable período y educación, de tal forma de identificar y describir si

25

el gradiente educacional varió en los años más recientes. En la tabla A5 (ver anexo) se

pueden observar los coeficientes estimados para cada uno de estos modelos.

Los resultados obtenidos del tercer modelo9 dan cuenta de una variación de la mortalidad

en los años más recientes, teniendo que el coeficiente de período fue negativo y

estadísticamente significativo (p<0,001). La variación de la mortalidad en estricto rigor da

cuenta de una disminución de la mortalidad (coeficiente negativo) en los años más

recientes (2001-03) para ambos sexos, sin embargo, la disminución de la mortalidad fue

mayor para las mujeres.

Por su parte, los resultados del cuarto modelo de regresión10 que son estadísticamente

significativos, dan cuenta de una variación en el gradiente educacional en los años más

recientes. Esta variación consiste en una ampliación del diferencial educacional en el

período 2001-2003 para ambos sexos.

A modo de resumen, se tiene que las tasas de mortalidad son mayores en las edades más

avanzadas y, a su vez, son mayores entre los grupos con menor escolaridad. Estos

resultados se condicen con los hallazgos descritos en estudios anteriores. Sin embargo, al

observar el gradiente puro y comparar según sexo, se logra observar que el diferencial

relativo entre los grupos educacionales extremos en cada grupo de edad es mayor en el

primer trienio para las mujeres en comparación con los hombres. Sin embargo, al incluir la

interacción de la variable edad y educación en el segundo modelo se puede dar cuenta de la

existencia de la variación del gradiente educacional por edad, teniendo claras evidencias de

que lo encontrado se coindice con los resultados de otros estudios en los cuales al igual que

la presente investigación se da cuenta de un mayor gradiente en los hombres en

comparación a las mujeres y que este disminuye con la edad.

Por otra parte, los resultados analizados logran dar cuenta de la existencia de una caída o

reducción de la mortalidad en los años más recientes en ambos sexos, más esa reducción

no ha sido acompañada por una disminución del diferencial o gradiente educacional. Muy

por el contrario, los resultados presentados anteriormente dan cuenta de la ampliación del

diferencial, concordando con los hallazgos encontrados en estudios anteriores en otras

sociedades.

9 10

26

4.4 Estimativas de mortalidad según sexo, edad, educación, período y causa de muerte

El análisis de la mortalidad adulta en Chile según causa de muerte incluido en este estudio

se desarrolla analizando los gradientes puros en cada causa de muerte, para ambos sexos y

períodos. De esta forma, de los modelos11 desarrollado se obtuvo que en ambos sexos y

períodos de tiempo, prácticamente en todos los grupos de causas de muertes específicas los

coeficientes por edad son estadísticamente significativos (P<0,001) y crecientes con la

edad, a excepción del grupo de causas externas. Que los coeficientes sean crecientes con la

edad sugiere que en cada causa de mortalidad tanto hombres como mujeres de edades más

avanzadas experimentan mayores tasas de mortalidad. Por su parte, todos los coeficientes

correspondientes a la variable educación son estadísticamente significativos (P<0,001), lo

cual describe la existencia de una relación inversa entre años de educación y mortalidad en

todos los grupos de causas muertes utilizados en esta investigación.

Los datos indican que las tasas de mortalidad aumentan con la edad y disminuyen con la

escolaridad dentro de cada uno de los grupos de edad. Si bien, esta primera serie de

modelos no permite evaluar la variación de los diferenciales de educación dentro de cada

grupo de edad, en el gráfico 4 (A y B), se entrega la descripción del diferencial relativo

entre los grupos de escolaridad, en promedio, para todos los grupos de edad en cada grupo

de causa de muertes.

Gráfico 4A - Chile: diferencial educacional (0-8 años/13+ años) relativo según sexo, grupo de

causas específicas de muerte y período, para la población en estudio 1991-1993.

11

27

Fuente: INE. Registro de muertes y Censos Demográficos 1992, 2002.

Gráfico 4B - Chile: diferencial educacional (0-8 años/13+ años) relativo según sexo, grupo de

causas específicas de muerte y período, para la población en estudio 1991-1993.

Fuente: INE. Registro de muertes y Censos Demográficos 1992, 2002.

Como puede observarse, el diferencial relativo entre los grupos educacionales extremos

tanto en el trienio 1991-93 como 2001-03 difiere según sexo. En los hombres en ambos

períodos de tiempo el mayor diferencial relativo por escolaridad se encuentra en el grupo

causas externas. Así, en 1991-93 aquellos individuos con una escolaridad baja (entre 0-8

años) presentan tasas de mortalidad 3,3 veces mayor que los individuos del grupo con 13+

años de escolaridad, situación que en 2001-03 se amplía, teniendo que las tasas de los

menos escolarizados son 6 veces mayor que los con 13 o más años de educación. Sin

embargo, en este mismo grupo de causa de muerte la realidad de las mujeres es

significativamente diferente a la de los hombres, dado que el diferencial es menor. Esta

realidad coincide con los hallazgos de estudios anteriores, que atribuyen gran importancia 28

al factor comportamental como explicativo del diferencial en la mortalidad por causas

externas.

En cuanto a la mortalidad por cáncer se puede ver que en ambos trienios el diferencial es

mayor en las mujeres en comparación a los hombres. De las siete causas de muertes

incluidas en este estudio, los datos sugieren en el caso de los hombres, que la causa de

muerte por cáncer es en donde se da el menor diferencial entre los grupos educacionales

extremos en ambos períodos, situación inversa ocurre en el caso de las mujeres. Por

ejemplo, en el trienio 2001-01 las mujeres con menor educación presentaban tasas de

mortalidad 3,0 veces mayores que las de alta escolaridad, diferencial que en el mismo

período y entre los mismos grupos educacionales en los hombres era de 2,5.

El grupo de causas de muertes por enfermedades del aparato digestivo fue en donde el

diferencial relativo evidencia una cierta similitud entre hombres y mujeres. En el trienio

1991-93 las mujeres con menor educación tenían tasas de mortalidad 2,6 veces más altas

que las mujeres de mayor educación, diferencial que en los hombres era de 2,5. Sin

embargo, en el 2001-03 se amplía este diferencial relativo tanto en el caso de las mujeres

como en el de los hombres (5,3 y 5,8 respectivamente). Más, si el análisis se centrara sólo

en las mujeres se puede afirmar que el grupo de causas de muerte por enfermedades del

aparato digestivo es donde se encuentra el mayor diferencial relativo entre los grupos

educacionales 0-8 años y 13 o más.

Al observar el diferencial relativo en cada grupo de causa de muerte según sexo en el

primer trienio, se tiene que tanto en el grupo de causa de muerte por cáncer, enfermedades

del sistema circulatorio, sistema respiratorio, aparato digestivo y otras causas de muerte, el

diferencial es mayor entre las mujeres. Sin embargo, esta situación en el trienio 2001-03 se

modifica, teniendo como consecuencia que el diferencial relativo de mortalidad en los

grupos de causas específicas de muerte por enfermedades del sistema respiratorio y del

aparato digestivo es mayor para los hombres (sumado al grupo de causas externas).

Cabe mencionar que entre un período y otro en todos los grupos de causas de muertes

incluidos en el estudio se evidenció un aumento del gradiente educacional entre los grupos

extremos (0-8 y 13+) para ambos sexos, situación que ya se había evidenciado al

considerar la mortalidad total.

29

Otro punto a destacar, tiene que ver con el hecho de la existencia de un gradiente

educacional al considerar los grupos de causas de muerte entre el grupo con menor

escolaridad (0-8 años) y el grupo intermedio (9-12 años) y, entre el grupo intermedio y el

grupo con mayor escolaridad. Sin embargo, el gradiente encontrado entre estos grupos es

menor en comparación al identificado entre los grupos educacionales extremos descritos

anteriormente.

5. COMENTARIOS FINALES

La realidad de la mortalidad adulta en Chile entre 1991-2003 da cuenta de la existencia de

un gradiente social en la mortalidad, situación que viene a significar que las ventajas o

beneficios en este caso otorgados por la escolaridad o educación se distribuyen de manera

lineal en la escala de estratificación social, teniendo por resultado que a mayor escolaridad

menor tasa de mortalidad.

En este sentido, los resultados obtenidos a partir del desarrollo de una serie de testes

estadísticos dan cuenta de una relación inversa entre educación y mortalidad, concordando

con una amplia gama de estudios desarrollados tanto en países desarrollados como en los

países en desarrollo, incluyendo Chile (Elo y Preston 1995, Preston y Taubman 1994;

Rogers et al 2000; Rogers et al 2013, Delgado et al 2006, entre otros).

Los resultados respecto del diferencial relativo apuntan a que en el primer trienio, en el

caso de los hombres, aquellos menos escolarizados presentan tasas de mortalidad 1,8 veces

mayor que aquellos con 13 o más años de escolaridad, diferencial que se duplica en los 10

años de observación, alcanzando un diferencial de 3,6. Por su parte, las mujeres menos

escolarizadas en el trienio 1991-93 presentaron tasas de mortalidad 2,0 veces mayores que

aquellas con mayor escolaridad. Diferencial que en el trienio 2001-03 aumentó a 3,6.

Los resultados dan cuenta de la existencia de un diferencial por sexo, que al momento de

introducir la interacción entre las variables edad y educación en los modelos de regresión

utilizados, resulta ser más pronunciado en los hombres en comparación a las mujeres. Este

diferencial por sexo en la mortalidad adulta pueden ser atribuidos a factores

comportamentales y a su vez, los hallazgos parecen dar cuenta de una diferenciación en los

retornos por educación entre hombres y mujeres.

30

Dentro de los hallazgos del estudio, se encuentra la identificación de diferenciales más

pequeños en la mortalidad adulta en la relación entre los individuos con mayor y menor

escolaridad respecta a quienes tienen una educación intermedia (9-12 años). Estos

hallazgos concuerdan con los descritos en estudios anteriores, los cuales apunta a que el

gradiente social se distribuye de manera lineal (Adler 1994, Rentería 2010 entre otros)

El diferencial educacional en la mortalidad adulta en Chile varía según la edad, teniendo

que el gradiente es mayor en las edades adultas “más jóvenes” y disminuye con la edad. De

esta forma, se tiene que en la población chilena en edades más avanzadas existe una mayor

homogeneidad, que puede ser atribuida al proceso de selección de la mortalidad.

Conclusiones similares han sido descritas en otros estudios (Hoffman 2005).

Respecto a la mortalidad por grupo de causas específicas de muerte, queda de manifiesto

que los grupos con menor educación presentan tasas de mortalidad más altas que aquellos

más escolarizados en todos los grupos de causas específicas de mortalidad considerados en

el estudio, tanto para hombres como mujeres. A su vez, el diferencial se amplió en cada

grupo de causa de muerte en el período de estudio para ambos sexos.

A partir de los resultados descritos, se ha podido constatar el efecto protector de la

educación o en estricto rigor de la mayor cantidad de años de escolaridad tanto en la

mortalidad total así como en todos los grupos de causas de muertes específicas. De esta

forma, la posición socioeconómica dada por años de escolaridad puede ser un indicador

útil para la prevención de la mortalidad.

El gradiente social en la mortalidad adulta descrito para el caso de Chile, no tan solo varia

por edad, sexo y grupo educacional, sino que también se ha evidenciado una ampliación

del diferencial en los años más recientes, situación que deja de manifiesto que los avances

o mejoras que se han dado en salud no han sido distribuidos de una forma equitativa entre

los distintos grupos sociales, teniendo una ampliación de la brecha entre pobres y ricos. En

este sentido, a pesar de que algunos indicadores sociales y económicos colocan a Chile

como uno de los países a la vanguardia en América Latina, los hallazgos descritos en este

estudio plantean la existencia de un gradiente social en la mortalidad adulta que podría

indicar la existencia de desigualdades socioeconómicas en la salud. Sin embargo, pese a las

evidencias descritas, surgen dos posibles explicaciones subyacentes que pueden dar cuenta

31

del aumento del gradiente entre 1991-93 y 2001-03. La primera explicación guarda

relación con las limitaciones o posibles inconsistencias que tiene la información, en este

sentido, los problemas en los datos podrían estar influyendo en que aumente el diferencial.

Otra explicación hace alusión a los cambios en la composición de los grupos de

escolaridad en función de otras características que también afectan la mortalidad. Otro

punto importante a destacar es el aumento de las tasas de mortalidad (especialmente en el

caso de los hombres) entre aquellos que tienen al menos 8 años de escolaridad y, en

contraste con ello, las tasas de mortalidad de aquellos con 13 o más año de educación ha

presentado una caída acentuada, para ambos sexos

Por último, quisiera señalar que si bien en el presente estudio se logra dar cuenta de la

existencia de un gradiente educacional en la mortalidad adulta para ambos sexos, en los

diferentes grupos de edad, se sugiere que estudios futuros que procuren dar cuenta del

diferencial educacional en la mortalidad adulta, debieran considerar dentro de sus objetivos

la estimación de la variación de la distribución composicional de la población según

niveles educativos y como esa variación ha afectado la mortalidad total. A su vez, también

se considera relevante que estudios futuros incorporen variables que logren dar cuenta del

contexto social de los individuos, con el objetivo de observar el efecto que tiene lo social y

lo cultural sobre la mortalidad adulta. Es decir, en estudios futuros se sugiere la inclusión

de otras variables y relaciones (por ejemplo, la asociación entre educación y mercado de

trabajo) que permitan ampliar el conocimiento acerca de los caminos a través de los cuales

la educación afecta la mortalidad.

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ANEXOS

Tabla A1. Chile - Coeficientes de regresión Poisson del número de muertes de hombres y mujeres en función de la edad, educación para 1991-1993 y 2001-2003.

Edad Modelo 1 Modelo 1 Modelo 1 Modelo 1

36

Hombre 1991-92 Hombre 2001-03 Mujer 1991-93 Mujer 2001-03

Coef Std Error P>0 Coef Std

Error P>0 Coef Std Error P>0 Coef Std

Error P>0

35 a 39 0,222 0,025 0,000 0,120 0,025 0,000 0,477 0,039 0,000 0,300 0,042 0,000

40 a 44 0,518 0,024 0,000 0,390 0,024 0,000 0,881 0,037 0,000 0,761 0,039 0,000

45 a 49 0,868 0,023 0,000 0,779 0,023 0,000 1,354 0,035 0,000 1,248 0,037 0,000

50 a 54 1,284 0,022 0,000 1,136 0,022 0,000 1,735 0,034 0,000 1,624 0,036 0,000

55 a 59 1,720 0,021 0,000 1,584 0,021 0,000 2,175 0,033 0,000 2,066 0,035 0,000

60 a 64 2,163 0,020 0,000 1,968 0,021 0,000 2,586 0,032 0,000 2,451 0,035 0,000

65 a 69 2,587 0,020 0,000 2,369 0,020 0,000 3,103 0,032 0,000 2,869 0,034 0,000

70 a 74 3,050 0,020 0,000 2,795 0,020 0,000 3,583 0,031 0,000 3,347 0,034 0,000

75 a 79 3,521 0,019 0,000 3,258 0,020 0,000 4,167 0,031 0,000 3,879 0,034 0,000

80 +4,040 0,019 0,000 3,898 0,019 0,000 4,878 0,030 0,000 4,799 0,033 0,000

Educación                     

9--12 -0,2690,008 0,000 -0,431 0,007 0,000 -0,456 0,009 0,000 -0,609 0,008 0,000

13+ -0,6130,015 0,000 -1,276 0,013 0,000 -0,680 0,023 0,000 -1,279 0,019 0,000

constante-6,059 0,018 0,000 -5,916 0,019 0,000 -7,064 0,030 0,000 -6,999 0,033 0,000

Fuente: INE. Registro de muertes y Censos Demográficos 1992, 2002.

37

Tabla A2- Chile - Coeficientes de regresión Poisson del número de muertes de hombres y mujeres en función de la edad, educación para 1991-1993 y 2001-2003.

Edad

Modelo 2 Modelo 2 Modelo 2 Modelo 2

Hombre 1991-92 Hombre 2001-03 Mujer 1991-93 Mujer 2001-03

Coef Std Error P>0 Coef Std

Error P>0 Coef Std Error P>0 Coef Std

Error P>0

35 a 39 0,159 0,032 0,000 0,143 0,034 0,000 0,409 0,051 0,000 0,248 0,061 0,000

40 a 44 0,425 0,030 0,000 0,378 0,032 0,000 0,834 0,048 0,000 0,714 0,057 0,000

45 a 49 0,736 0,028 0,000 0,732 0,031 0,000 1,305 0,045 0,000 1,211 0,054 0,000

50 a 54 1,114 0,027 0,000 1,016 0,030 0,000 1,683 0,044 0,000 1,606 0,052 0,000

55 a 59 1,504 0,026 0,000 1,437 0,029 0,000 2,111 0,043 0,000 2,083 0,051 0,000

60 a 64 1,947 0,025 0,000 1,817 0,028 0,000 2,522 0,042 0,000 2,491 0,050 0,000

65 a 69 2,360 0,025 0,000 2,201 0,028 0,000 3,049 0,041 0,000 2,909 0,050 0,000

70 a 74 2,829 0,024 0,000 2,623 0,027 0,000 3,521 0,041 0,000 3,394 0,050 0,000

75 a 79 3,293 0,024 0,000 3,088 0,027 0,000 4,101 0,041 0,000 3,914 0,049 0,000

80 + 3,824 0,024 0,000 3,720 0,027 0,000 4,789 0,040 0,000 4,822 0,049 0,000

Educación                        

9—12 -0,667 0,038 0,000 -0,601 0,038 0,000 -0,590 0,063 0,000 -0,433 0,069 0,000

13+ -1,330 0,077 0,000 -1,976 0,068 0,000 -0,931 0,114 0,000 -1,626 0,108 0,000

EDAD*EDUCACIÓN                      

35-39*9-12 0,119 0,053 0,025 -0,126 0,052 0,015 0,182 0,083 0,029 0,110 0,088 0,210

35-39*13+ 0,219 0,104 0,034 -0,011 0,096 0,906 0,010 0,151 0,949 -0,015 0,148 0,917

40-44*9-12 0,102 0,054 0,058 -0,084 0,050 0,091 0,139 0,082 0,089 0,064 0,082 0,431

40-44*13+ 0,348 0,099 0,000 0,138 0,092 0,131 -0,133 0,150 0,373 0,128 0,136 0,347

45-49*9-12 0,189 0,052 0,000 -0,041 0,048 0,397 0,054 0,079 0,497 0,049 0,079 0,533

45-49*13+ 0,376 0,101 0,000 0,348 0,086 0,000 0,148 0,145 0,308 0,177 0,130 0,172

50-54*9-12 0,297 0,050 0,000 0,102 0,047 0,031 0,016 0,077 0,838 -0,039 0,078 0,618

50-54*13+ 0,506 0,100 0,000 0,546 0,082 0,000 0,298 0,144 0,038 0,461 0,123 0,000

55-59*9-12 0,472 0,047 0,000 0,162 0,046 0,000 0,097 0,075 0,195 -0,141 0,077 0,067

55-59*13+ 0,699 0,096 0,000 0,669 0,080 0,000 0,218 0,144 0,132 0,363 0,125 0,004

60-64*9-12 0,475 0,045 0,000 0,167 0,045 0,000 0,079 0,072 0,272 -0,243 0,076 0,001

60-64*13+ 0,703 0,091 0,000 0,710 0,080 0,000 0,281 0,140 0,045 0,249 0,128 0,052

65-69*9-12 0,505 0,044 0,000 0,224 0,044 0,000 0,021 0,071 0,769 -0,275 0,075 0,000

65-69*13+ 0,902 0,090 0,000 0,826 0,079 0,000 0,202 0,142 0,156 0,323 0,128 0,011

70-74*9-12 0,481 0,044 0,000 0,249 0,043 0,000 0,075 0,069 0,279 -0,329 0,073 0,000

70-74*13+ 0,865 0,089 0,000 0,862 0,077 0,000 0,187 0,140 0,182 0,372 0,124 0,003

75-79*9-12 0,541 0,043 0,000 0,229 0,044 0,000 0,090 0,068 0,183 -0,266 0,073 0,000

75-79*13+ 0,802 0,088 0,000 0,935 0,078 0,000 0,360 0,132 0,006 0,513 0,123 0,000

80+*9-12 0,410 0,042 0,000 0,259 0,041 0,000 0,239 0,065 0,000 -0,180 0,070 0,010

80+*13+ 1,074 0,083 0,000 1,042 0,073 0,000 0,405 0,120 0,001 0,549 0,113 0,000

Constante -5,857 0,022 0,000 -5,765 0,026 0,000 -6,993 0,039 0,000 -7,024 0,049 0,000

Fuente: INE. Registro de muertes y Censos Demográficos 1992, 2002.

38

Tabla A3 – Chile. Tasas de mortalidad según sexo, edad y educación para 1991-1993 y 2001-2003

EdadHombres 1991-1993 Hombres 2001-2003 Mujeres 1991-1993 Mujeres 2001-2003

0--8 9--12 13+ 0--8 9--12 13+ 0--8 9--12 13+ 0--8 9--12 13+30-34 2,86 1,47 0,76 3,14 1,72 0,43 0,92 0,51 0,36 0,89 0,58 0,1835-39 3,35 1,94 1,10 3,62 1,75 0,50 1,38 0,92 0,55 1,14 0,83 0,2240-44 4,37 2,49 1,64 4,58 2,31 0,73 2,11 1,35 0,96 1,82 1,26 0,4145-49 5,97 3,70 2,30 6,52 3,43 1,28 3,38 1,98 1,17 2,99 2,04 0,7050-54 8,71 6,01 3,82 8,66 5,26 2,07 4,94 2,78 2,06 4,44 2,77 1,3855-59 12,87 10,59 6,85 13,19 8,50 3,57 7,58 4,63 3,46 7,15 4,03 2,0260-64 20,03 16,53 10,70 19,29 12,50 5,44 11,43 6,86 4,58 10,75 5,47 2,7165-69 30,27 25,76 19,73 28,34 19,43 8,97 19,36 10,95 10,28 16,33 8,05 4,4470-74 48,40 40,20 30,40 43,21 30,40 14,20 31,05 18,54 13,49 26,50 12,37 7,5675-79 76,95 67,85 45,36 68,80 47,42 24,29 55,41 33,61 27,17 44,57 22,17 14,6580+ 130,89 101,26 101,30 129,38 91,91 50,84 110,34 77,69 47,07 110,51 59,89 37,62

Fuente: INE, Registro de muertes.

Tabla A4. Chile. Razones de las tasas de mortalidad según sexo, edad y educación para 1991-1993 y 2001-2003

Edad

Hombres 1991-1993 Hombres 2001-2003 Mujeres 1991-1993 Mujeres 2001-20030-

8/9-12

0-8/13+

9-12/13+

0-8/9-12

0-8/13+

9-12/13+

0-8/9-12

0-8/13+

9-12/13+

0-8/9-12

0-8/13+

9-12/13+

30-34 1,95 3,78 1,94 1,82 7,21 3,95 1,80 2,54 1,41 1,54 5,08 3,3035-39 1,73 3,04 1,76 2,07 7,29 3,53 1,50 2,51 1,67 1,38 5,16 3,7440-44 1,76 2,67 1,52 1,98 6,28 3,16 1,57 2,21 1,41 1,45 4,47 3,1045-49 1,61 2,60 1,61 1,90 5,09 2,68 1,71 2,90 1,69 1,47 4,26 2,9050-54 1,45 2,28 1,58 1,65 4,18 2,54 1,78 2,40 1,35 1,60 3,21 2,0055-59 1,21 1,88 1,55 1,55 3,69 2,38 1,64 2,19 1,34 1,77 3,54 1,9960-64 1,21 1,87 1,55 1,54 3,54 2,30 1,67 2,50 1,50 1,97 3,96 2,0265-69 1,18 1,53 1,31 1,46 3,16 2,17 1,77 1,88 1,07 2,03 3,68 1,8170-74 1,20 1,59 1,32 1,42 3,04 2,14 1,67 2,30 1,37 2,14 3,51 1,6475-79 1,13 1,70 1,50 1,45 2,83 1,95 1,65 2,04 1,24 2,01 3,04 1,5180+ 1,29 1,29 1,00 1,41 2,54 1,81 1,42 2,34 1,65 1,85 2,94 1,59

Fuente: INE. Registro de muertes y Censos Demográficos 1992, 2002.

Tabla A5 – Chile. Coeficientes de regresión Poisson del número de muertes de hombres y mujeres en función de la edad, educación y la interacción entre las dos variables.

EdadHombres Mujeres

Modelo 3 Modelo 4 Modelo 3 Modelo 4

39

Coef Std Error P>0 Coef Std

Error P>0 Coef Std Error P>0 Coef Std

Error P>0

35 a 39 0,167 0,023 0,000 0,162 0,023 0,000 0,343 0,039 0,000 0,340 0,039 0,000

40 a 44 0,417 0,022 0,000 0,412 0,022 0,000 0,786 0,037 0,000 0,783 0,037 0,000

45 a 49 0,745 0,021 0,000 0,741 0,021 0,000 1,268 0,035 0,000 1,266 0,035 0,000

50 a 54 1,081 0,020 0,000 1,076 0,020 0,000 1,655 0,033 0,000 1,651 0,033 0,000

55 a 59 1,489 0,019 0,000 1,483 0,019 0,000 2,108 0,033 0,000 2,103 0,033 0,000

60 a 64 1,898 0,019 0,000 1,893 0,019 0,000 2,516 0,032 0,000 2,512 0,032 0,000

65 a 69 2,298 0,018 0,000 2,291 0,018 0,000 2,990 0,032 0,000 2,985 0,032 0,000

70 a 74 2,743 0,018 0,000 2,732 0,018 0,000 3,467 0,031 0,000 3,460 0,031 0,000

75 a 79 3,208 0,018 0,000 3,199 0,018 0,000 4,016 0,031 0,000 4,010 0,031 0,000

80 + 3,794 0,018 0,000 3,785 0,018 0,000 4,824 0,031 0,000 4,818 0,031 0,000

Educación                        

9--12 -0,616 0,027 0,000 -0,552 0,027 0,000 -0,506 0,046 0,000 -0,443 0,047 0,000

13+ -1,696 0,051 0,000 -1,307 0,052 0,000 -1,342 0,078 0,000 -0,986 0,079 0,000

EDAD*EDUCACIÓN                      

35-39*9-12 -0,020 0,037 0,579 -0,008 0,037 0,834 0,138 0,060 0,022 0,151 0,060 0,012

35-39*13+ 0,080 0,070 0,254 0,082 0,070 0,245 -0,022 0,105 0,833 -0,019 0,105 0,854

40-44*9-12 -0,004 0,036 0,903 0,015 0,036 0,674 0,103 0,057 0,071 0,127 0,057 0,026

40-44*13+ 0,217 0,067 0,001 0,221 0,067 0,001 -0,008 0,100 0,934 -0,001 0,100 0,990

45-49*9-12 0,066 0,035 0,061 0,084 0,035 0,017 0,067 0,055 0,221 0,089 0,055 0,105

45-49*13+ 0,324 0,065 0,000 0,358 0,065 0,000 0,093 0,096 0,333 0,140 0,096 0,144

50-54*9-12 0,178 0,034 0,000 0,196 0,034 0,000 -0,003 0,054 0,950 0,017 0,054 0,759

50-54*13+ 0,453 0,063 0,000 0,520 0,063 0,000 0,315 0,092 0,001 0,381 0,092 0,000

55-59*9-12 0,287 0,033 0,000 0,305 0,033 0,000 -0,028 0,053 0,593 -0,007 0,053 0,890

55-59*13+ 0,606 0,061 0,000 0,670 0,061 0,000 0,248 0,093 0,008 0,297 0,093 0,001

60-64*9-12 0,299 0,032 0,000 0,311 0,032 0,000 -0,089 0,052 0,086 -0,075 0,052 0,150

60-64*13+ 0,663 0,060 0,000 0,688 0,060 0,000 0,221 0,094 0,018 0,250 0,094 0,008

65-69*9-12 0,337 0,031 0,000 0,353 0,031 0,000 -0,139 0,051 0,007 -0,121 0,051 0,018

65-69*13+ 0,802 0,059 0,000 0,837 0,059 0,000 0,211 0,094 0,025 0,251 0,094 0,008

70-74*9-12 0,332 0,031 0,000 0,355 0,031 0,000 -0,148 0,050 0,003 -0,125 0,050 0,013

70-74*13+ 0,792 0,058 0,000 0,842 0,058 0,000 0,235 0,092 0,010 0,280 0,092 0,002

75-79*9-12 0,356 0,031 0,000 0,374 0,031 0,000 -0,096 0,049 0,053 -0,078 0,049 0,114

75-79*13+ 0,848 0,058 0,000 0,854 0,058 0,000 0,417 0,090 0,000 0,431 0,090 0,000

80+*9-12 0,312 0,029 0,000 0,330 0,029 0,000 0,008 0,047 0,858 0,030 0,047 0,532

80+*13+ 1,000 0,055 0,000 1,037 0,055 0,000 0,478 0,082 0,000 0,476 0,082 0,000

PERÍODO                        

2001-03 -0,095 0,004 0,000 -0,037 0,005 0,000 -0,124 0,005 0,000 -0,087 0,005 0,000

PERÍODO*EDUCACIÓN                      

2001-03*9--12       -0,147 0,011 0,000       -0,151 0,012 0,000

2001-03*13+ -0,653 0,020 0,00 -0,579 0,029 0,000constante -5,781 0,017 0,000 -5,804 0,017 0,000 -6,957 0,031 0,000 -6,972 0,031 0,000

Fuente: INE. Registro de muertes y Censos Demográficos 1992, 2002.

40

TABLA A6. Chile. Coeficientes de regresión de Poisson por edad, educación y causas de muertes. Hombres, 1991- 1993.

Edad

Neoplasmas Sistema Circulatorio Sistema Respiratorio Aparato Digestivo Causas Externas Causas Mal

Definidas Otras Causas

Coef Std Error P>0 Coef Std

Error P>0 Coef Std Error P>0 Coef Std

Error P>0 Coef Std Error P>0 Coef Std

Error P>0 Coef Std Error P>0

35 a 39 0,546 0,082 0,000 0,617 0,088 0,000 0,473 0,130 0,000 0,827 0,095 0,000 0,000 0,032 0,993 0,416 0,190 0,029 0,276 0,073 0,000

40 a 44 1,099 0,077 0,000 1,291 0,081 0,000 1,014 0,121 0,000 1,483 0,089 0,000 -0,023 0,034 0,495 0,753 0,181 0,000 0,609 0,070 0,000

45 a 49 1,694 0,072 0,000 1,882 0,077 0,000 1,533 0,114 0,000 1,995 0,085 0,000 0,026 0,035 0,463 0,931 0,177 0,000 0,882 0,068 0,000

50 a 54 2,353 0,069 0,000 2,562 0,074 0,000 1,992 0,110 0,000 2,398 0,084 0,000 0,055 0,036 0,130 1,514 0,166 0,000 1,217 0,066 0,000

55 a 59 2,949 0,067 0,000 3,131 0,072 0,000 2,480 0,107 0,000 2,668 0,083 0,000 0,183 0,037 0,000 2,043 0,159 0,000 1,707 0,063 0,000

60 a 64 3,565 0,065 0,000 3,665 0,071 0,000 3,107 0,103 0,000 2,899 0,082 0,000 0,189 0,037 0,000 2,640 0,152 0,000 2,065 0,061 0,000

65 a 69 3,930 0,065 0,000 4,223 0,070 0,000 3,674 0,102 0,000 3,102 0,083 0,000 0,312 0,040 0,000 3,260 0,150 0,000 2,548 0,060 0,000

70 a 74 4,301 0,065 0,000 4,784 0,070 0,000 4,317 0,101 0,000 3,289 0,084 0,000 0,404 0,044 0,000 3,984 0,148 0,000 3,056 0,059 0,000

75 a 79 4,650 0,065 0,000 5,305 0,070 0,000 5,000 0,100 0,000 3,488 0,085 0,000 0,458 0,050 0,000 4,717 0,146 0,000 3,524 0,058 0,000

80 +4,866 0,065 0,000 5,842 0,069 0,000 5,754 0,099 0,000 3,709 0,084 0,000 0,714 0,046 0,000 5,673 0,144 0,000 4,012 0,056 0,000

Educación

9--12-0,010 0,016 0,000 -0,106 0,014 0,000 -0,344 0,025 0,000 -0,240 0,027 0,000 -0,628 0,022 0,000 -1,692 0,060 0,000 -0,309 0,024 0,000

13+-0,204 0,030 0,000 -0,360 0,027 0,000 -0,637 0,049 0,000 -0,901 0,058 0,000 -1,187 0,044 0,000 -2,369 0,152 0,000 -0,733 0,049 0,000

constante-8,766 0,063 0,000 -8,875 0,069 0,000 -9,465 0,098 0,000 -9,003 0,078 0,000 -6,316 0,023 0,000 -9,768 0,143 0,000 -8,232 0,054 0,000

Fuente: INE. Registro de muertes y Censos Demográficos 1992, 2002.

41

TABLA A7. Chile. Coeficientes de regresión de Poisson por edad, educación y causas de muertes. Hombres, 2001-2003

Edad

Neoplasmas Sistema Circulatorio Sistema Respiratorio Aparato Digestivo Causas Externas Causas Mal Definidas Otras Causas

Coef Std Error P>0 Coef Std

Error P>0 Coef Std Error P>0 Coef Std

Error P>0 Coef Std Error P>0 Coef Std

Error P>0 Coef Std Error P>0

35 a 39 0,199 0,077 0,010 0,385 0,089 0,000 0,103 0,138 0,000 0,934 0,093 0,000 -0,120 0,034 0,000 0,171 0,178 0,334 0,210 0,059 0,000

40 a 44 0,744 0,071 0,000 1,194 0,080 0,000 0,454 0,130 0,000 1,363 0,090 0,000 -0,080 0,035 0,021 0,104 0,183 0,571 0,343 0,059 0,000

45 a 49 1,403 0,067 0,000 1,784 0,077 0,000 0,973 0,124 0,000 1,981 0,087 0,000 -0,017 0,036 0,627 0,486 0,175 0,006 0,625 0,058 0,000

50 a 54 2,032 0,064 0,000 2,334 0,074 0,000 1,546 0,116 0,000 2,339 0,085 0,000 -0,049 0,037 0,186 0,493 0,177 0,005 0,853 0,057 0,000

55 a 59 2,643 0,062 0,000 2,938 0,073 0,000 2,006 0,113 0,000 2,652 0,085 0,000 -0,031 0,039 0,435 1,029 0,165 0,000 1,369 0,054 0,000

60 a 64 3,166 0,061 0,000 3,408 0,072 0,000 2,519 0,110 0,000 2,896 0,084 0,000 -0,018 0,041 0,666 1,291 0,162 0,000 1,701 0,053 0,000

65 a 69 0,365 0,061 0,000 3,866 0,072 0,000 3,171 0,108 0,000 3,035 0,085 0,000 -0,042 0,044 0,343 1,975 0,152 0,000 2,116 0,051 0,000

70 a 74 3,977 0,060 0,000 4,402 0,071 0,000 3,828 0,106 0,000 3,187 0,085 0,000 0,173 0,043 0,000 2,537 0,147 0,000 2,640 0,050 0,000

75 a 79 4,357 0,061 0,000 4,903 0,071 0,000 4,463 0,106 0,000 3,471 0,086 0,000 0,243 0,051 0,000 3,285 0,144 0,000 3,212 0,049 0,000

80 +4,724 0,060 0,000 5,563 0,071 0,000 5,489 0,104 0,000 3,670 0,085 0,000 0,570 0,045 0,000 4,615 0,138 0,000 3,936 0,047 0,000

Educación                                         

9--12 -0,2390,014 0,000 -0,303 0,014 0,000 -0,597 0,026 0,000 -0,630 0,023 0,000 -0,673 0,021 0,000 -1,292 0,063 0,000 -0,466 0,019 0,000

13+-0,935 0,024 0,000 -1,064 0,024 0,000 -1,442 0,049 0,000 -1,760 0,047 0,000 -1,799 0,039 0,000 -2,012 0,114 0,000 -1,334 0,034 0,000

Constante-8,383 0,059 0,000 -8,685 0,070 0,000 -9,279 0,103 0,000 -8,738 0,081 0,000 -6,318 0,026 0,000 -9,528 0,136 0,000 -7,698 0,046 0,000

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Fuente: INE. Registro de muertes y Censos Demográficos 1992, 2002.

43